Các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc kỳ hạn nợ của các công ty niêm yết: bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM TRỊNH THỊ HOẠT CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƢỞNG ĐẾN CẤU TRÚC KỲ HẠN NỢ CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT - BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP Hồ Chí Minh –Năm 2015 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM TRỊNH THỊ HOẠT CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƢỞNG ĐẾN CẤU TRÚC KỲ HẠN NỢ CỦA CÁC CÔNG TY NIÊM YẾT - BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM Chuyên ngành: TÀI CHÍNH – NGÂN HÀNG Mã số: 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƢỜI HƢỚNG DẪN KHOA HỌC PGS.TS TRẦN THỊ THÙY LINH TP Hồ Chí Minh –Năm 2015 LỜI CAM ĐOAN Trong q trình thực luận văn “Các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc kỳ hạn nợ công ty niêm yết - chứng thực nghiệm Việt Nam”, vận dụng kiến thức học với hướng dẫn đóng góp giáo viên hướng dẫn để thực nghiên cứu Tôi cam đoan cơng trình nghiên cứu tơi, số liệu kết luận văn trung thực Thành phố Hồ Chí Minh, 2015 Trịnh Thị Hoạt MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC BẢNG BIỂU DANH MỤC BIỂU ĐỒ TÓM TẮT LỜI CAM ĐOAN DANH MỤC CÁC BẢNG TÓM TẮT CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu câu hỏi nghiên cứu 1.3 Đối tƣợng phạm vi nghiên cứu 1.4 Phƣơng pháp nghiên cứu 1.5 Những đóng góp đề tài 1.6 Cấu trúc nghiên cứu CHƢƠNG 2: LÝ THUYẾT VÀ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM 2.1 Khung lý thuyết 2.1.1 Lý thuyết chi phí đại diện 2.1.2 Lý thuyết bất cân xứng thông tin .6 2.1.3 Ảnh hưởng thuế lên cấu trúc kỳ hạn nợ 2.2 Các nghiên cứu lý thuyết thực nghiệm 2.2.1 Các nghiên cứu tác động quy mô công ty, kỳ hạn tài sản, tốc độ tăng trưởng lên cấu trúc kỳ hạn nợ .10 2.2.2 Các nghiên cứu tác động hiệu suất sử dụng tài sản, độ biến động thu nhập, khả khoản, địn bẩy tài lên cấu trúc kỳ hạn nợ 11 2.2.3 Các nghiên cứu khả tiếp cận thị trường vốn với cấu trúc kỳ hạn nợ 12 2.2.4 Các nghiên cứu tác động thuế lên cấu trúc kỳ hạn nợ 12 2.3 Tổng hợp kết nghiên cứu thực nghiệm 14 CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 16 3.1 Chọn mẫu liệu nghiên cứu 16 3.2 Mô tả biến 18 3.3.1 Biến phụ thuộc 18 3.3.2 Biến giải thích 18 3.3 Giả thuyết nghiên cứu 25 3.4 Mơ hình nghiên cứu 28 3.5 Phƣơng pháp kiểm định mơ hình 29 CHƢƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 33 4.1 Kết thống kê mô tả 33 4.2 Kết kiểm định Wilcoxon 38 4.3 Kết kiểm định mơ hình 41 4.4 Tổng hợp kết nghiên cứu 48 4.5 Thảo luận kết nghiên cứu 49 CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN 52 5.1 Kết luận kiến nghị 52 5.1.1 Kết luận 52 5.1.2 Kiến nghị 53 5.2 Hạn chế đề tài hƣớng nghiên cứu 54 5.2.1 Hạn chế đề tài 54 5.2.2.Hướng nghiên cứu 54 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC CÁC BẢNG Bảng 2.1: Tổng hợp kết nghiên cứu thực nghiệm 14 Bảng 3.1: Tóm tắt biến 23 Bảng 4.1: Thống kê mơ tả cho tồn mẫu nghiên cứu 33 Bảng 4.2: Thống kê mơ tả cho nhóm cơng ty phân theo quy mô công ty 35 Bảng 4.3: Thống kê mơ tả cho nhóm cơng ty phân theo khả tiếp cận thị trường vốn 37 Bảng 4.4: Kết kiểm định Wilcoxon cho nhóm cơng ty phân theo quy mơ công ty 38 Bảng 4.5: Kết kiểm định Wilcoxon cho nhóm cơng ty phân theo khả tiếp cận thị trường vốn 39 Bảng 4.6: Kết hồi quy Tobit hiệu ứng cố định cho toàn mẫu 41 Bảng 4.7: Kết hồi quy Tobit hiệu ứng cố định theo quy mô công ty 43 Bảng 4.8: Kết hồi quy Tobit hiệu ứng cố định theo khả tiếp cận thị trường vốn 46 Bảng 4.13: Tổng hợp kết nghiên cứu thực nghiệm 48 TÓM TẮT Nghiên cứu phân tích ảnh hưởng nhân tố tác động đến định lựa chọn cấu trúc kỳ hạn nợ công ty – chứng thực nghiệm Việt Nam việc sử dụng số liệu 363 công ty niêm yết Sở giao dịch chứng khoán HoSE HNX giai đoạn 2009-2014 Nghiên cứu thực dựa nghiên cứu Stephan cộng (2011), mơ hình hồi quy sử dụng mơ hình Tobit với hiệu ứng cố định Kết nghiên cứu cho thấy, kỳ hạn nợ có mối tương quan dương với quy mơ công ty, kỳ hạn tài sản, khả khoản, địn bẩy tài có mối tương quan âm với hiệu suất sử dụng tài sản, trái phiếu phát hành, độ biến động lợi nhuận công ty cổ phần Việt Nam Các kết ủng hộ nội dung lý thuyết chi phí đại diện, lý thuyết bất cân xứng thông tin việc giải thích định lựa chọn kỳ hạn nợ Thuế phải nộp có tương quan với kỳ hạn nợ khơng bền vững nhóm cơng ty khác Khơng có mối liên hệ khả tăng trưởng với kỳ hạn nợ cơng ty Bên cạnh đó, nghiên cứu cho thấy, khả tiếp cận nguồn tài tiêu chí quan trọng định nhân tố mức độ tác động nhân tố lên kỳ hạn nợ công ty cổ phần Việt Nam Từ khóa: kỳ hạn nợ, khả tiếp cận nguồn tài CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài Quyết định tài trợ với định đầu tư định phân phối ba định quan trọng điều hành công ty Khi xây dựng kế hoạch tài trợ, nhà quản lý không quan tâm đến việc phân bổ nguồn tài trợ từ nợ vay, vốn cổ phần mà phải chắn thành phần chi tiết nguồn tài trợ phù hợp với chiến lược chung Công ty Cấu trúc nợ vay có 50% nợ dài hạn khơng giống với cấu trúc nợ có 100% nợ dài hạn Và hết, kỳ hạn nợ có liên quan mật thiết đến giá trị cơng ty, khả khoản thông qua khác chi phí sử dụng vốn nợ ngắn hạn – nợ dài hạn, hội đầu tư tương ứng với nguồn nợ vay, tương xứng kỳ hạn nguồn phải thu phải trả,… Đã có nhiều nghiên cứu giới cấu trúc kỳ hạn nợ cơng ty thị trường tài khác nghiên cứu Shiantarelli Sembenelli (1997), Kleczyk (2012), Haijha Akhlaghi (2012), Ozkan (2012),…Tuy nhiên nghiên cứu công ty kinh tế cụ thể Việt Nam chưa nhiều Do yếu xuất phát điểm trình độ phát triển, hệ thống thể chế khác hẳn với nước phát triển, thị trường tài kinh tế có nhiều điểm khác biệt với thị trường tài kinh tế phát triển mà qua khiến cơng ty có định cấu trúc kỳ hạn nợ vay khác Với nghiên cứu “Các nhân tố ảnh hưởng đến cấu trúc kỳ hạn nợ công ty cổ phần niêm yết - Bằng chứng thực nghiệm Việt Nam” mong muốn cung cấp sở lý luận thực tiễn nhân tố tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ vay, nhằm phục vụ việc thiết lập cấu trúc kỳ hạn nợ tối ưu, từ đạt mục tiêu tăng trưởng ý muốn kiểm sốt rủi ro cơng ty Việt Nam 1.2 Mục tiêu nghiên cứu câu hỏi nghiên cứu Mục tiêu nghiên cứu: Bài nghiên cứu thực với mục tiêu xác định nhân tố ảnh hưởng đến định lựa chọn cấu trúc kỳ hạn nợ công ty cổ phần Việt Nam Câu hỏi nghiên cứu: (1) Các nhân tố kỳ hạn tài sản, quy mô công ty, tốc độ tăng trưởng, hiệu suất sử dụng tài sản, biến động thu nhập, khả khoản, đòn bẩy tài chính, khả tiếp cận thị trường trái phiếu thuế có tác động đến kỳ hạn nợ công ty cổ phần Việt Nam? (2) Nếu nhân tố có tác động lên cấu trúc kỳ hạn nợ quy mơ xu hướng tác động nào? (3) Tác động nhân tố lên cấu trúc kỳ hạn nợ có khác biệt công ty không bị hạn chế tiếp cận nguồn tài cơng ty bị hạn chế tiếp cận nguồn tài khơng? 1.3 Đối tƣợng phạm vi nghiên cứu Đối tượng nghiên cứu: cấu trúc kỳ hạn nợ nhân tố tác động đến cấu trúc kỳ hạn nợ kỳ hạn tài sản, quy mô công ty, tốc độ tăng trưởng, Hiệu suất sử dụng tài sản, biến động thu nhập, khả khoản, đòn bẩy, khả tiếp cận thị trường trái phiếu thuế Phạm vi nghiên cứu: Mẫu quan sát bao gồm 363 công ty niêm yết hai Sở giao dịch chứng khoán HoSE HNX giai đoạn 06 năm từ 2009 – 2014 Trong đó, loại trừ cơng ty tài chính, cơng ty có lợi nhuận sau thuế âm 01 năm 06 năm nghiên cứu 1.4 Phƣơng pháp nghiên cứu Để trả lời cho câu hỏi nghiên cứu đạt mục tiêu nghiên cứu nêu trên, luận văn sử dụng phương pháp nghiên cứu định lượng để kiểm định tác động nhân tố lên cấu trúc kỳ hạn nợ công ty cổ phần niêm yết tại, gồm: (1) Thống kê mô tả biến nghiên cứu (2) Kiểm định Wilcoxon: Kiểm định khác biệt trung bình nhóm mẫu sau phân chia mẫu thành nhóm theo tiêu chí khả tiếp cận nguồn tài cơng ty (3) Hồi quy theo mơ hình Tobit hiệu ứng cố định cho tồn mẫu nhóm mẫu: kiểm định nhân tố ảnh hưởng đến kỳ hạn nợ 1.5 Những đóng góp đề tài Thứ nhất, nghiên cứu đóng góp vào hệ thống sở lý luận việc lựa chọn cấu trúc kỳ hạn nợ công ty Việt Nam nói riêng, thị trường tài kinh tế nói chung, vốn chưa có nhiều nghiên cứu Thứ hai, thơng qua kết nghiên cứu thực nghiệm Việt Nam, tác giả tìm thấy chứng có tác động có ý nghĩa thống kê nhân tố nội công ty lên kỳ hạn nợ bao gồm: quy mô công ty, kỳ hạn tài sản, khả khoản, địn bẩy tài chính, hiệu suất sử dụng tài sản, trái phiếu phát hành, độ biến động lợi nhuận Theo đó, với cơng ty Việt Nam vào tình hình nội để định cấu trúc kỳ hạn nợ phù hợp nhằm phân bổ nguồn tài trợ từ nợ đạt hiệu cao 1.6 Cấu trúc nghiên cứu Bài nghiên cứu chia thành phần sau Chương 1: Giới thiệu Chương 2: Lý thuyết nghiên cứu thực nghiệm Chương 3: Phương pháp nghiên cứu Chương 4: Kết nghiên cứu Chương 5: Kết luận 350 VNM CTCP Sữa Việt Nam Thực phẩm - Đồ uống - Thuốc 351 VNS CTCP Ánh Dương Việt Nam 352 VNT CTCP Giao Nhận Vận Tải Ngoại Hoạt động dịch vụ liên quan đến vận Thương tải 353 VNG CTCP Du Lịch Golf Việt Nam Dịch vụ lưu trú 354 VPK CTCP Bao Bì Dầu Thực Vật Sản phẩm giấy in ấn 355 VSC CTCP Container Việt Nam Hoạt động dịch vụ liên quan đến vận tải 356 VSH CTCP Thủy Điện Vĩnh Sơn - Sông Sản xuất phân phối điện Hinh 357 VSI CTCP Đầu Tư & Xây Dựng Cấp Xây dựng Thốt Nước 358 VTB CTCP Vietronics Tân Bình 359 VTF CTCP Thức Ăn Chăn Nuôi Việt Thực phẩm - Đồ uống - Thuốc Thắng 360 VTO CTCP Vận Tải Xăng Dầu Vitaco 361 VTV CTCP VICEM Vật Tư Vận Tải Xi Bán buôn Măng 362 VXB CTCP Vật Liệu Xây Dựng Bến Tre Kim loại sản phẩm từ khoáng phi kim loại 363 WCS CTCP Bến Xe Miền Tây Dịch vụ khác (Giặt ủi, trang điểm, giúp việc,…) Vận chuyển khách đường - Hệ thống trạm dừng Thiết bị điện - Điện tử - Viễn thông Vận tải đường thủy Phụ lục 2: Kiểm định Wilcoxon cho mẫu phân theo quy mô công ty  Biến DM Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test GroupSZ obs rank sum expected 1089 1089 955987 1416944 1186465.5 1186465.5 combined 2178 2372931 2372931 unadjusted variance adjustment for ties adjusted variance 2.153e+08 -2473123.5 2.129e+08 Ho: DM(GroupSZ==0) = DM(GroupSZ==1) z = -15.797 Prob > |z| = 0.0000  Biến AM Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test GroupSZ obs rank sum expected 1089 1089 1028612 1344319 1186465.5 1186465.5 combined 2178 2372931 2372931 unadjusted variance adjustment for ties adjusted variance 2.153e+08 -4894.4972 2.153e+08 Ho: AM(GroupSZ==0) = AM(GroupSZ==1) z = -10.757 Prob > |z| = 0.0000  Biến SZ Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test GroupSZ obs rank sum expected 1089 1089 593505 1779426 1186465.5 1186465.5 combined 2178 2372931 2372931 unadjusted variance adjustment for ties adjusted variance 2.153e+08 -1859.7289 2.153e+08 Ho: SZ(GroupSZ==0) = SZ(GroupSZ==1) z = -40.407 Prob > |z| = 0.0000  Biến GR Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test GroupSZ obs rank sum expected 1089 1089 1165919.5 1207011.5 1186465.5 1186465.5 combined 2178 2372931 2372931 unadjusted variance adjustment for ties adjusted variance 2.153e+08 -1258.4528 2.153e+08 Ho: GR(GroupSZ==0) = GR(GroupSZ==1) z = -1.400 Prob > |z| = 0.1615  Biến TO Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test GroupSZ obs rank sum expected 1089 1089 1324407.5 1048523.5 1186465.5 1186465.5 combined 2178 2372931 2372931 unadjusted variance adjustment for ties adjusted variance 2.153e+08 -16843.108 2.153e+08 Ho: TO(GroupSZ==0) = TO(GroupSZ==1) z = 9.400 Prob > |z| = 0.0000  Biến VOL Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test GroupSZ obs rank sum expected 1089 1089 1264564 1108367 1186465.5 1186465.5 combined 2178 2372931 2372931 unadjusted variance adjustment for ties adjusted variance 2.153e+08 -3757.3501 2.153e+08 Ho: VOL(GroupSZ==0) = VOL(GroupSZ==1) z = 5.322 Prob > |z| = 0.0000  Biến CR Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test GroupSZ obs rank sum expected 1089 1089 1360864.5 1012066.5 1186465.5 1186465.5 combined 2178 2372931 2372931 unadjusted variance adjustment for ties adjusted variance 2.153e+08 -8530.4166 2.153e+08 Ho: CR(GroupSZ==0) = CR(GroupSZ==1) z = 11.885 Prob > |z| = 0.0000  Biến LER Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test GroupSZ obs rank sum expected 1089 1089 957097 1415834 1186465.5 1186465.5 combined 2178 2372931 2372931 unadjusted variance adjustment for ties adjusted variance 2.153e+08 -42631.699 2.153e+08 Ho: LER(GroupSZ==0) = LER(GroupSZ==1) z = -15.632 Prob > |z| = 0.0000  Biến TAX Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test GroupSZ obs rank sum expected 1089 1089 1182925.5 1190005.5 1186465.5 1186465.5 combined 2178 2372931 2372931 unadjusted variance adjustment for ties 2.153e+08 -694782 adjusted variance 2.146e+08 Ho: TAX(GroupSZ==0) = TAX(GroupSZ==1) z = -0.242 Prob > |z| = 0.8091  Biến BOND Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test GroupSZ obs rank sum expected 1089 1089 1142449.5 1230481.5 1186465.5 1186465.5 combined 2178 2372931 2372931 unadjusted variance adjustment for ties adjusted variance 2.153e+08 -1.900e+08 25334755 Ho: BOND(GroupSZ==0) = BOND(GroupSZ==1) z = -8.745 Prob > |z| = 0.0000 Phụ lục 3: Kiểm định Wilcoxon cho mẫu phân theo khả tiếp cận thị trƣờng vốn  Biến DM Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test GroupAC obs rank sum expected 2089 89 2210122 162809 2275965.5 96965.5 combined 2178 2372931 2372931 unadjusted variance adjustment for ties 33760155 -387720.26 adjusted variance 33372435 Ho: DM(GroupAC==0) = DM(GroupAC==1) z = -11.398 Prob > |z| = 0.0000  Biến AM Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test GroupAC obs rank sum expected 2089 89 2227500.5 145430.5 2275965.5 96965.5 combined 2178 2372931 2372931 unadjusted variance adjustment for ties adjusted variance 33760155 -767.32752 33759388 Ho: AM(GroupAC==0) = AM(GroupAC==1) z = -8.341 Prob > |z| = 0.0000  Biến SZ Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test GroupAC obs rank sum expected 2089 89 2205036.5 167894.5 2275965.5 96965.5 combined 2178 2372931 2372931 unadjusted variance adjustment for ties 33760155 -291.55623 adjusted variance 33759863 Ho: SZ(GroupAC==0) = SZ(GroupAC==1) z = -12.207 Prob > |z| = 0.0000  Biến GR Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test GroupAC obs rank sum expected 2089 89 2280349.5 92581.5 2275965.5 96965.5 combined 2178 2372931 2372931 unadjusted variance adjustment for ties adjusted variance 33760155 -197.29207 33759958 Ho: GR(GroupAC==0) = GR(GroupAC==1) z = 0.755 Prob > |z| = 0.4505  Biến TO Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test GroupAC obs rank sum expected 2089 89 2326332.5 46598.5 2275965.5 96965.5 combined 2178 2372931 2372931 unadjusted variance adjustment for ties 33760155 -2640.5532 adjusted variance 33757514 Ho: TO(GroupAC==0) = TO(GroupAC==1) z = 8.669 Prob > |z| = 0.0000  Biến VOL Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test GroupAC obs rank sum expected 2089 89 2268619 104312 2275965.5 96965.5 combined 2178 2372931 2372931 unadjusted variance adjustment for ties adjusted variance 33760155 -589.05298 33759566 Ho: VOL(GroupAC==0) = VOL(GroupAC==1) z = -1.264 Prob > |z| = 0.2061  Biến CR Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test GroupAC obs rank sum expected 2089 89 2269576.5 103354.5 2275965.5 96965.5 combined 2178 2372931 2372931 unadjusted variance adjustment for ties adjusted variance 33760155 -1337.3434 33758818 Ho: CR(GroupAC==0) = CR(GroupAC==1) z = -1.100 Prob > |z| = 0.2715  Biến LER Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test GroupAC obs rank sum expected 2089 89 2264460.5 108470.5 2275965.5 96965.5 combined 2178 2372931 2372931 unadjusted variance adjustment for ties adjusted variance 33760155 -6683.5211 33753471 Ho: LER(GroupAC==0) = LER(GroupAC==1) z = -1.980 Prob > |z| = 0.0477  Biến TAX Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test GroupAC obs rank sum expected 2089 89 2277540.5 95390.5 2275965.5 96965.5 combined 2178 2372931 2372931 unadjusted variance adjustment for ties adjusted variance 33760155 -108923.41 33651232 Ho: TAX(GroupAC==0) = TAX(GroupAC==1) z = 0.272 Prob > |z| = 0.7860  Biến BOND Two-sample Wilcoxon rank-sum (Mann-Whitney) test GroupAC obs rank sum expected 2089 89 2183005 189926 2275965.5 96965.5 combined 2178 2372931 2372931 unadjusted variance adjustment for ties 33760155 -29788336 adjusted variance 3971818.5 Ho: BOND(GroupAC==0) = BOND(GroupAC==1) z = -46.645 Prob > |z| = 0.0000 Phụ lục 4: Hồi quy Tobit hiệu ứng cố định toàn mẫu quan sát Tobit regression Number of obs LR chi2(8) Prob > chi2 Pseudo R2 Log likelihood = -157.84923 DM Coef Std Err SZ1 GR1 AM1 TO1 TAX1 BOND1 VOLxLER1 CRxLER1 _cons 0475275 0004071 015776 -.0905813 -.0664267 580724 -.0201438 0923784 -.5565245 0042841 000419 0025983 010186 0530734 2124358 0051467 0172433 0577477 /sigma 2145057 00418 t 11.09 0.97 6.07 -8.89 -1.25 2.73 -3.91 5.36 -9.64 P>|t| 0.000 0.331 0.000 0.000 0.211 0.006 0.000 0.000 0.000 = = = = 1815 459.44 0.0000 0.5927 [95% Conf Interval] 0391253 -.0004147 0106801 -.1105588 -.1705183 1640783 -.0302379 0585594 -.6697838 0559297 001229 0208719 -.0706039 0376649 9973697 -.0100496 1261973 -.4432652 2063076 2227039 Phụ lục 5: Hồi quy Tobit hiệu ứng cố định theo quy mô công ty a) Nhóm cơng ty lớn tobit DM SZ1 GR1 AM1 TO1 TAX1 BOND1 VOLxLER1 CRxLER1, ll(0) ul(1) Tobit regression Number of obs LR chi2(8) Prob > chi2 Pseudo R2 Log likelihood = -15.094908 DM Coef SZ1 GR1 AM1 TO1 TAX1 BOND1 VOLxLER1 CRxLER1 _cons 026638 0004142 0154842 -.1579564 -.0433234 7309939 -.0171934 041861 -.174842 009374 0006701 0035146 0176506 0716316 2399873 0070325 0226869 1366923 /sigma 2191317 0056675 Obs summary: Std Err 97 t 2.84 0.62 4.41 -8.95 -0.60 3.05 -2.44 1.85 -1.28 P>|t| 0.005 0.537 0.000 0.000 0.545 0.002 0.015 0.065 0.201 873 178.77 0.0000 0.8555 [95% Conf Interval] 0082396 -.0009009 0085861 -.1925993 -.1839155 2599683 -.0309962 -.0026669 -.4431294 0450364 0017294 0223822 -.1233135 0972687 1.202019 -.0033906 0863889 0934455 2080081 2302552 left-censored observations at DM chi2 Pseudo R2 -116.8399 DM Coef Std Err SZ1 GR1 AM1 TO1 TAX1 BOND1 VOLxLER1 CRxLER1 _cons 0417041 0000925 015519 -.0468034 -.1554602 731139 -.022882 1457076 -.5516519 0100386 0005198 004474 0123456 082665 8588312 0081895 0277272 1204508 /sigma 2001289 0063122 t 4.15 0.18 3.47 -3.79 -1.88 0.85 -2.79 5.26 -4.58 P>|t| 0.000 0.859 0.001 0.000 0.060 0.395 0.005 0.000 0.000 = = = = 863 98.23 0.0000 0.2959 [95% Conf Interval] 0220009 -.0009277 0067377 -.0710346 -.3177103 -.9545254 -.0389559 0912863 -.7880658 0614073 0011126 0243003 -.0225722 00679 2.416804 -.0068081 200129 -.315238 1877397 2125181 Phụ lục 6: Hồi quy Tobit hiệu ứng cố định theo khả tiếp cận thị trƣờng vốn a) Nhóm cơng ty có khả tiếp cận thị trƣờng vốn cao Tobit regression Log likelihood = Number of obs LR chi2(8) Prob > chi2 Pseudo R2 24.689717 DM Coef Std Err SZ1 GR1 AM1 TO1 TAX1 BOND1 VOLxLER1 CRxLER1 _cons 0571971 0020317 -.0022091 -.2312303 2004334 -.4318884 -.0274658 0456876 -.4364685 0180657 0013706 0087444 0964418 2120892 3585479 0350389 0353154 2913569 /sigma 1580849 0146775 t 3.17 1.48 -0.25 -2.40 0.95 -1.20 -0.78 1.29 -1.50 P>|t| 0.003 0.145 0.802 0.020 0.349 0.234 0.437 0.202 0.140 = = = = 58 21.89 0.0051 -0.7965 [95% Conf Interval] 0209111 -.0007211 -.0197728 -.4249395 -.2255603 -1.152053 -.0978435 -.0252455 -1.021676 0934831 0047845 0153546 -.0375212 6264272 2882762 0429119 1166207 1487391 1286042 1875655 b) Nhóm cơng ty có khả tiếp cận thị trƣờng vốn thấp Tobit regression Number of obs LR chi2(7) Prob > chi2 Pseudo R2 Log likelihood = -161.10362 DM Coef Std Err SZ1 GR1 AM1 TO1 TAX1 BOND1 VOLxLER1 CRxLER1 _cons 0417852 0003631 0168757 -.0834202 -.0656494 -.0207642 1171938 -.5154022 0045165 0004313 002675 0102263 0547867 (omitted) 0052629 019047 0600123 /sigma 2132633 004324 t P>|t| = = = = 1714 335.96 0.0000 0.5104 [95% Conf Interval] 9.25 0.84 6.31 -8.16 -1.20 0.000 0.400 0.000 0.000 0.231 0329268 -.0004829 0116291 -.1034776 -.1731056 0506437 0012091 0221222 -.0633627 0418068 -3.95 6.15 -8.59 0.000 0.000 0.000 -.0310866 0798359 -.6331076 -.0104418 1545518 -.3976968 2047824 2217441 Phụ lục 7: Kết hồi quy hiệu ứng cố định FEM toàn mẫu Fixed-effects (within) regression Group variable: Firmnumeric Number of obs Number of groups = = 1815 363 R-sq: Obs per group: = avg = max = 5.0 within = 0.0884 between = 0.0862 overall = 0.0865 corr(u_i, Xb) F(8,1444) Prob > F = 0.0179 Std Err t DM Coef SZ1 GR1 AM1 TO1 TAX1 BOND1 VOLxLER1 CRxLER1 _cons -.0050324 -.0000583 0065194 -.0331742 -.0075797 -.1601453 -.0309401 1067676 0951596 0128519 0001794 0017135 013126 0291754 1570545 0097901 0109743 1546871 sigma_u sigma_e rho 17720414 08800213 80216528 (fraction of variance due to u_i) -0.39 -0.33 3.80 -2.53 -0.26 -1.02 -3.16 9.73 0.62 P>|t| = = 0.695 0.745 0.000 0.012 0.795 0.308 0.002 0.000 0.539 17.49 0.0000 [95% Conf Interval] -.0302428 -.0004103 0031583 -.0589223 -.0648104 -.4682247 -.0501444 0852404 -.2082758 0201781 0002936 0098806 -.0074261 0496511 1479341 -.0117359 1282948 398595 Phụ lục 8: Kết kiểm định phƣơng sai thay đổi cho mơ hình hồi quy hiệu ứng cố định FEM Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (363) = Prob>chi2 = 1.0e+07 0.0000 Phụ lục 9: Kết kiểm định tự tƣơng quan cho mơ hình hồi quy hiệu ứng cố định FEM Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation F( 1, 362) = 189.163 Prob > F = 0.0000 10 Phụ lục 10: Kết kiểm định mơ hình GLS Cross-sectional time-series FGLS regression Coefficients: Panels: Correlation: generalized least squares heteroskedastic common AR(1) coefficient for all panels Estimated covariances = Estimated autocorrelations = Estimated coefficients = DM Coef SZ1 GR1 AM1 TO1 TAX1 BOND1 VOLxLER1 CRxLER1 _cons 0245352 0000116 0056004 -.0331537 -.0284661 5475277 -.0104911 0244282 -.2411296 363 Std Err .0024125 0000623 0012197 0038994 0141381 1732874 002873 0103724 0284153 (0.7653) Number of obs Number of groups Time periods Wald chi2(8) Prob > chi2 z 10.17 0.19 4.59 -8.50 -2.01 3.16 -3.65 2.36 -8.49 P>|z| 0.000 0.852 0.000 0.000 0.044 0.002 0.000 0.019 0.000 = = = = = 1815 363 366.55 0.0000 [95% Conf Interval] 0198068 -.0001106 0032098 -.0407964 -.0561763 2078906 -.0161221 0040987 -.2968225 0292635 0001337 007991 -.025511 -.0007558 8871647 -.00486 0447576 -.1854366